基于帕累托改進的農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿——以湖北省武漢市、荊門市和黃岡市典型地區(qū)為例

李海燕, 蔡銀鶯

(華中農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院, 武漢 430070)

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基于帕累托改進的農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿
——以湖北省武漢市、荊門市和黃岡市典型地區(qū)為例

李海燕, 蔡銀鶯

(華中農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院, 武漢 430070)

以“保護者受益”原則為基礎(chǔ)，從維護和改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境角度出發(fā)，通過建立不確定狀態(tài)下政府對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)闹Ц兑庠负瘮?shù)和農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆斠庠负瘮?shù)，得到符合帕累托改進的農(nóng)田生態(tài)補償標準的取值區(qū)間；再以湖北省為例證，利用條件價值法估算農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿，分析了影響農(nóng)戶受償意愿的相關(guān)因素。研究結(jié)果顯示：(1) 政府制定的農(nóng)田生態(tài)補償標準應(yīng)不低于農(nóng)戶的平均受償意愿，對應(yīng)湖北省農(nóng)田生態(tài)補償標準應(yīng)不低于5 541.15～6 778.20元/hm2，低于這一標準的農(nóng)田生態(tài)補償政策在推行過程中不足以對農(nóng)戶形成有效的補償激勵，從而導致整個社會福利水平的損失；(2) 受訪者家庭農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)田生態(tài)環(huán)境改善的心理期望對于農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿具有顯著正向影響，而受訪者年齡、家庭勞動力比例和家庭承包地流轉(zhuǎn)情況對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿具有顯著負向影響。

農(nóng)田生態(tài)保護; 補償標準; 受償意愿; 帕累托改進; Tobit模型

隨著優(yōu)質(zhì)耕地的不斷流失、生態(tài)環(huán)境的急劇惡化，越來越多的人開始注重農(nóng)田生態(tài)環(huán)境的改善，發(fā)達國家也出臺了一系列農(nóng)業(yè)環(huán)境政策，激勵農(nóng)村生態(tài)適宜景觀地的保護[1-2]，鼓勵采取農(nóng)地休耕或環(huán)境友好型耕作方式來緩解農(nóng)田生態(tài)的負外部性，并以經(jīng)濟補償?shù)确绞綄l(fā)展受限的損失返還給提供生態(tài)服務(wù)的農(nóng)民[3]。研究發(fā)現(xiàn)生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)供應(yīng)的異質(zhì)性導致農(nóng)戶受償意愿存在顯著差異；Beharry-Borg等[4-5]對PES項目的補償標準、環(huán)境服務(wù)的潛在供給進行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶態(tài)度、參與意愿、補償標準、農(nóng)場特征是影響農(nóng)戶參與政策受償意愿的顯著因素；而參與政策成本過高則是限制農(nóng)戶參與率的關(guān)鍵，同時農(nóng)民的偏好也會影響其受償意愿，當農(nóng)戶對補償政策越熟悉，則越愿意參與[6-7]；此外，農(nóng)戶對不同補償方式的選擇偏好也存在差異[8]，其中，實物補貼對農(nóng)戶的激勵效果最顯著。由此可見，基于農(nóng)戶受償意愿和參與因素分析是當前農(nóng)業(yè)環(huán)境政策研究的熱點，發(fā)達國家的研究成果也為我國農(nóng)田生態(tài)補償標準的制定與完善提供了參考意見。

相較發(fā)達國家，我國農(nóng)田也承擔著復雜的職責及功能。隨著新型城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，各項事業(yè)對耕地資源需求量的增加，導致農(nóng)田生態(tài)保護出現(xiàn)越來越多的問題。為此，國家在2008年10月頒布實施第三輪全國土地利用總體規(guī)劃綱要，突出農(nóng)田作為生態(tài)屏障的重要作用。隨后，上海、蘇州、成都、佛山等地開始建立農(nóng)田生態(tài)補償試點，加大對連片基本農(nóng)田、優(yōu)質(zhì)耕地的保護，構(gòu)建良好的生態(tài)土地利用格局以及景觀優(yōu)美、人與自然和諧的宜居環(huán)境。目前國內(nèi)對于農(nóng)田生態(tài)補償政策的研究，主要以農(nóng)戶受償意愿[9-10]為基礎(chǔ)，從減少農(nóng)田負外部性視角研究農(nóng)田生態(tài)保護補償標準的制定[11-12]，探討制定標準的合理性，分析影響農(nóng)戶參與政策意愿的因素[13-14]。研究發(fā)現(xiàn)，能夠有效激勵農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的前提是合理制定補償標準[15]。因此，農(nóng)田生態(tài)補償標準的研究，對于推進和完善農(nóng)田生態(tài)保護工作具有重要意義。

綜上所述，本文以“保護者受益”為理論基礎(chǔ)，以社會福利最大化為條件，建立不確定狀態(tài)下政府對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)闹Ц兑庠负瘮?shù)和農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆斠庠负瘮?shù)，結(jié)合武漢市、荊門市和黃岡市的調(diào)研數(shù)據(jù)，對有效激勵農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的最低補償標準和農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿進行估算，再利用Tobit回歸模型對影響農(nóng)戶受償意愿的相關(guān)因素進行檢驗，以期為未來農(nóng)田生態(tài)補償政策的制定和完善提供參考。

1　研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

1.1調(diào)研區(qū)域

湖北省位于長江中游，洞庭湖以北，東鄰安徽，南接江西，西連重慶，北靠河南。橫跨東經(jīng)108°21′—116°07′，北緯29°01′—33°61′。地勢西高東低，西—北—東三面環(huán)山、中間低平而向南敞開，擁有山地、丘陵、平原等多種地貌形態(tài)。既是我國經(jīng)濟發(fā)展的核心區(qū)域，又是中部崛起的重要支點，同時還是國家級的糧食主產(chǎn)區(qū)。1997—2013年，全省耕地面積年均凈減少3.74×104hm2，同期人口年均凈增加19.51×104人，人均耕地面積由0.084 hm2下降到0.076 hm2。雖然湖北省已經(jīng)實施了最為嚴格的耕地保護政策，但工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展仍加劇了用地需求與耕地資源保護之間的矛盾。為此，湖北省在2012年出臺了《主體功能區(qū)規(guī)劃》，通過設(shè)定重點開發(fā)區(qū)、農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)和重點生態(tài)功能區(qū)，來對國土空間功能再定位，從而控制土地開發(fā)強度，提高耕地利用效率，改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境，并鼓勵探索建立地區(qū)之間的橫向援助機制，對因加強生態(tài)環(huán)境保護而造成利益損失的重點生態(tài)功能區(qū)進行資金補償。均衡轉(zhuǎn)移支付的同時，加大對生態(tài)功能區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，實現(xiàn)以生態(tài)環(huán)境建設(shè)為核心的農(nóng)田生態(tài)補償機制。

1.2數(shù)據(jù)來源

本文以效用最大化為前提，通過條件價值法，假設(shè)一系列問題，了解受訪者對于不再擁有或使用的某種自然資源所支付或受償?shù)膬r格，進而估算物品的非市場價值以及農(nóng)戶的受償意愿，并分析影響農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策受償意愿的因素。在預調(diào)研的基礎(chǔ)之上，于2013年9—11月對湖北省武漢市江夏區(qū)、蔡甸區(qū)、黃陂區(qū)的23個行政村、荊門市京山縣的16個行政村、黃岡市麻城區(qū)的11個行政村展開了實地調(diào)研。調(diào)研采用隨機抽樣與面對面訪談的方式，參考了村莊距離城市的遠近及村莊人口數(shù)量，按固定比例對村莊進行抽樣。其中，武漢市發(fā)放問卷240份，收回有效問卷231份，有效率為96.25%；荊門市發(fā)放問卷190份，收回有效問卷170份，有效率為89.47%；黃岡市發(fā)放問卷160份，收回有效問卷152份，有效率為95.00%。調(diào)研共發(fā)放問卷590份，收回有效問卷553份，樣本有效率為93.73%。

1.3樣本特征

受訪農(nóng)戶中(表1)，男性比例為65.88%，略高于女性；受訪者年齡主要集中在50～60歲，平均為53.94歲，占到樣本總量的33.23%；受訪農(nóng)戶教育程度在初中以下的占樣本的89.41%；受訪農(nóng)戶中是本地人的比例為98.37%；農(nóng)戶中擔任村干部的比例僅為13.20%，剩余86.80%的農(nóng)民未曾擔任過村干部，駐村干部比例較低；受訪農(nóng)戶人均耕地面積為0.185 hm2，其中享有土地承包經(jīng)營權(quán)的比例為95.12%；仍在務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶比例為86.26%；受訪家庭中有超過六成仍以農(nóng)業(yè)種植為主，64.20%的戶主月收入在1 000元以下，相對貧困。綜上可知，受訪農(nóng)戶中駐村從事農(nóng)業(yè)勞動的男性整體略高于女性，學歷水平較低，農(nóng)業(yè)收入為家庭主要生計來源，農(nóng)戶兼業(yè)化程度低。

表1　調(diào)研地區(qū)受訪農(nóng)戶的基本特征

2　研究方法與變量選擇

2.1理論模型構(gòu)建

2.1.1基于帕累托改進的農(nóng)戶受償意愿分析農(nóng)田生態(tài)補償政策的目標是有效激勵農(nóng)戶保護和改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境，最小化政府的補貼支出。基于農(nóng)戶受償意愿的帕累托改進目的在于驗證農(nóng)田生態(tài)補償政策是否符合社會福利最大化原則[12]，因此需要討論符合帕累托改進策略的農(nóng)田生態(tài)補償政策最低標準及其相關(guān)條件。農(nóng)戶作為農(nóng)田生態(tài)保護的主體，農(nóng)田生態(tài)環(huán)境的保護行為存在隨機性和不確定性。因此，對于政府而言，實施農(nóng)田生態(tài)補償政策的行為可以被定義是為了維護和改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境，防止農(nóng)田生態(tài)環(huán)境惡化所引發(fā)的環(huán)境退化風險事件發(fā)生可能性的支付意愿函數(shù)。對于農(nóng)戶而言，農(nóng)田生態(tài)補償政策參與意愿行為可以被定義為不同風險狀態(tài)下規(guī)避環(huán)境風險事件對自身福利產(chǎn)生不利影響的受償意愿函數(shù)。

E(π)=ρπ(M,α*)+(1-ρ)π(M,0)

(1)

假定，當農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差發(fā)生時，政府的支付額度為t*，當農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差不發(fā)生時，政府的支付額度為t0；若支付額度組合(t*,t0)可以使農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差發(fā)生的概率由α=α*降低到α=0，則此時政府的支付意愿集合E1可以表示為：

E1=ρπ(M-t*,0)+(1-ρ)π(M-t0,0)

(2)

對公式(2)求微分，得支付意愿曲線WTP的斜率為：

(3)

式中：πm*為農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差發(fā)生時，在M-t*處的邊際效用；πm0為當農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差不發(fā)生時，在M-t0處的邊際效用；假定政府的風險厭惡者，則支付意愿曲線凹向原點的。

(2) 農(nóng)戶受償意愿曲線。假設(shè)同上，農(nóng)戶生活受到農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差(α)的影響，農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差的發(fā)生概率為ρ，農(nóng)田生態(tài)環(huán)境變差不發(fā)生時的概率為1-ρ，農(nóng)戶收入為M，預期報酬為E，效用函數(shù)為π，則農(nóng)戶未參與農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護時的預期效用水平可以表示為：

E2=ρπM*+(1-ρ)πM0

(4)

如果農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護，則會喪失一定的發(fā)展機會，會對自身福利產(chǎn)生一部分負效用，設(shè)為(C*,C0)；如果此時政府沒有對農(nóng)戶進行生態(tài)補償，則會造成農(nóng)戶自身效用水平的下降，對應(yīng)預期效用水平：

(5)

E2=ρπ(M*+r*,C*)+(1-ρ)π(M0+r0,C0)

(6)

對公式(6)求微分，得受償意愿曲線WTA的斜率為：

(7)

由于收入的邊際效用遞減，所以受償意愿曲線WTA凸向原點。

2.1.2農(nóng)田生態(tài)補償標準的帕累托改進由圖1可知，政府和農(nóng)戶之間存在無窮多個潛在的支付意愿與受償意愿組合。依據(jù)帕累托改進條件可知，并不是所有的補償組合都符合改進原則，當且僅當至少存在一種補償組合，使t*≥r*與t0≥r0同時成立時，才可稱作帕累托改進，此時滿足至少有一種補償方案，使農(nóng)戶的受償意愿不僅不會降低參與主體的預期效用，還可以提升自身其他方面的效用水平。由此可知，圖1中支付意愿曲線與受償意愿曲線相交的部分才是帕累托改進的補償組合集合，換言之，不低于農(nóng)戶受償意愿的補償標準才是農(nóng)田生態(tài)補償政策改進的理想選擇，而農(nóng)田生態(tài)補償政策改進的關(guān)鍵就在于運用合理的方法求出約束條件下農(nóng)戶的受償意愿。

2.2計量模型估算

對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償額度影響因素分析，既可以了解不同農(nóng)戶受償額度的內(nèi)在差異，又為制定農(nóng)田生態(tài)補償政策提供參考依據(jù)。實際調(diào)查中農(nóng)戶對于農(nóng)田生態(tài)保護補償政策的受償意愿部分為零，

但零受償意愿農(nóng)戶的認知之間是存在一定差異的。針對零受償意愿的截斷數(shù)據(jù)，本文采用Tobit 回歸模型來檢驗農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿的影響因素，降低直接刪除數(shù)據(jù)導致的樣本缺失，避免估計偏誤。Tobit模型是標準的刪截數(shù)據(jù)回歸模型，適用于因變量取值在[0,+∞)上連續(xù)分布的數(shù)據(jù)，但又包含部分受限而觀測值的為零的樣本。其一般形式為：

Y*=βTXi+εiεi∈N(0,σ)(i=1,2,…,n)

(8)

(9)

式中：Y*為潛變量；Y為因變量；Xi為自變量；β為待估參數(shù)；εi為隨機誤差項。

圖1　農(nóng)田生態(tài)補償標準的帕累托改進

本文結(jié)合調(diào)查問卷內(nèi)容及已有的參考文獻，從以下三個方面挑選自變量：農(nóng)戶個體特征、家庭特征、農(nóng)田生態(tài)環(huán)境認知特征，并將上述變量引入方程，建立如下Tobit回歸模型：

y*=β0+βixi+μ(i=1,2,…,9)

(10)

式中：y*為潛變量；y為農(nóng)戶的受償意愿；xi為解釋變量(i=1～9)；β0為截距項；βi為待估參數(shù)(i=1～9)；u為殘差項。變量的含義及描述見表2。

3　農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿及影響因素分析

3.1基于CVM 的農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿估算

假設(shè)政府為了維護區(qū)域農(nóng)田生態(tài)環(huán)境的穩(wěn)定，計劃未來實施這樣一項計劃，希望通過每年發(fā)放一定數(shù)量經(jīng)濟補償?shù)姆绞絹砉膭钷r(nóng)戶保護農(nóng)田周圍的生態(tài)環(huán)境，激發(fā)農(nóng)戶耕地保護的積極性，改善現(xiàn)有農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)，從而達到維護國家糧食安全和社會穩(wěn)定的目的。發(fā)放的553份有效問卷中，接受農(nóng)田生態(tài)補償政策的農(nóng)戶有492份，占總樣本的88.97%；非零受償意愿的問卷有394份，占樣本的71.25%，零受償意愿的問卷有98份，占總體的17.72%，剩余受訪農(nóng)戶認為農(nóng)田的生態(tài)環(huán)境無法用確切的金額來表示，與政府補償相比較，農(nóng)戶更偏向于政府用資金補償?shù)确绞絹磉M一步改善農(nóng)田的生態(tài)環(huán)境，這部分樣本占11.03%。

調(diào)查過程中，采用非參數(shù)估算的方法對受訪農(nóng)戶自愿參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿進行估算，求得受償意愿的平均數(shù)和中位數(shù)，考慮到零受償意愿對于樣本分析結(jié)果的影響，決定用Spike 模型[16]對農(nóng)戶受償意愿結(jié)果進行修正，得到受償農(nóng)戶最終受償意愿。問卷調(diào)查結(jié)果顯示受訪農(nóng)戶平均受償意愿(MWTA1)為6 228.82～7 619.4元/(hm2·a)，經(jīng)過Spike 模型的修正，得到受訪農(nóng)戶最終平均受償意愿(MWTA2)為5 541.15～6 778.20元/(hm2·a)。從表3可知(受償意愿的相對頻率和累計頻率分布)，受訪農(nóng)戶受償意愿的分布主要分布在0，1 500～4 500和>18 000元/(hm2·a)。其中，1 500～3 000元/(hm2·a)和>18 000元/(hm2·a)的比例最高，分別占有效問卷的15.45%和13.82%。農(nóng)戶受償意愿整體分布比較分散，兩端的受償意愿比例較高，所以需要進一步分析具體哪些因素會對農(nóng)戶的受償意愿產(chǎn)生影響。

表3　農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿的分布區(qū)間

3.2農(nóng)田生態(tài)補償農(nóng)戶受償意愿的影響因素分析

用Stata 11.0軟件對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆斠庠赣绊懸蛩剡M行Tobit分析(表4)。

表4　Tobit 模型估算結(jié)果

注:*，**分別為10%，5%的顯著性水平。

(1) 個體特征對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆旑~度影響。在個體特征變量中，受訪者年齡通過了10%水平的顯著性檢驗，年齡的回歸系數(shù)為負，表明在其他條件保持不變的前提下，年齡對農(nóng)戶受償意愿具有負向顯著影響，這表明受訪者年齡越小，參與農(nóng)田生態(tài)保護的受償額度越高，這是因為年輕人相比中老年人具有更多外出務(wù)工的機會，兼業(yè)生產(chǎn)的幾率更高，如果選在在家種田，并參與農(nóng)田生態(tài)保護政策，那么因發(fā)展受限所喪失的機會成本過大，因此對于參與農(nóng)田生態(tài)保護受償額度的預期也會更高。

(2) 家庭特征對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆旑~度影響。在家庭特征中，受訪者家庭農(nóng)業(yè)收入占比通過了10%的顯著性檢驗，回歸系數(shù)為正，這說明家庭農(nóng)業(yè)收入占比對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)保護的受償額度具有正向顯著影響，即家庭農(nóng)業(yè)收入占比越高，則農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)保護的受償額度也越高。這是由于農(nóng)業(yè)收入比重高的家庭，從事兼業(yè)生產(chǎn)的機會和能力越低，對于農(nóng)業(yè)收入的依賴程度也越大，如果參與農(nóng)田生態(tài)保護，可能會對家庭的農(nóng)業(yè)耕作方式、化肥農(nóng)藥用量以及作物種類進行限制，(如采取保護性耕作方式，減少化肥農(nóng)藥用量來降低對土壤和地下水資源的污染，限制作物種植類型等)，上述限制必然會導致農(nóng)業(yè)收入的減少，所以，對應(yīng)農(nóng)戶的受償額度一定會很高。家庭勞動力比例對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)保護的受償意愿具有顯著負向影響，這是由于家庭勞動力比例越高，外出務(wù)工的勞動力比例越高，兼業(yè)化水平越高，農(nóng)業(yè)收入對家庭經(jīng)濟的貢獻能力越低，則農(nóng)戶對于農(nóng)田生態(tài)補償?shù)年P(guān)注和依賴程度也越低，受償額度越小。家庭承包地流轉(zhuǎn)情況對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)保護受償意愿的影響在5%的水平下顯著，即家庭流轉(zhuǎn)出去的土地越多，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率越低，對農(nóng)業(yè)收入的依賴程度也越低，對應(yīng)農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆旑~度預期也會比較低。

(3) 農(nóng)田生態(tài)環(huán)境的認知對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆旑~度影響。認知因素中只有農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)環(huán)境改善的心理期望因素通過了回歸檢驗，系數(shù)為正且在5%的水平下顯著。這說明農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)環(huán)境改善的心理預期越高，則參與農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護的受償額度越高。如果農(nóng)戶期待能夠更好的維護和改善現(xiàn)有農(nóng)田生態(tài)環(huán)境，則必須為此付出一定的代價，喪失部分機會成本，對應(yīng)農(nóng)田生態(tài)補償受償額度的預期也會更高。

4　討論與結(jié)論

4.1討 論

(1) 合理的農(nóng)田生態(tài)補償標準是保障政策實施效果和效益的前提[17]，也是容易引起學者爭議的焦點[18]。本文從維護和改善現(xiàn)有農(nóng)田生態(tài)環(huán)境、增強農(nóng)業(yè)正外部性的角度出發(fā)，研究社會福利最大化條件下有效激勵農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的最低補償標準。為農(nóng)田生態(tài)補償標準的制定提供了一定的參考意見，從研究結(jié)論來看，補償標準的制定一定要尊重農(nóng)戶的受償意愿。

(2) 對農(nóng)戶受償意愿影響因素的研究表明，政府制定農(nóng)田生態(tài)補償政策時要充分考慮農(nóng)戶的異質(zhì)性，否則會直接影響農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的積極性，降低政策的實施效率。政府確定補償標準還應(yīng)適當考慮農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護的直接投入成本和機會成本損失。

(3) 農(nóng)業(yè)環(huán)境政策在激勵農(nóng)戶轉(zhuǎn)變現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負外部性，改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境方面作用顯著。當前我國農(nóng)田生態(tài)保護政策只有上海、蘇州、成都、佛山等部分地區(qū)實施，湖北地區(qū)受訪農(nóng)戶對于農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護的重要性、生態(tài)環(huán)境惡化的影響認知還比較欠缺，需要進一步提高農(nóng)戶的保護意識，維護和改善現(xiàn)有農(nóng)田生態(tài)環(huán)境。

(4) 湖北省在2012年頒布實施了新一輪的《湖北省主體功能區(qū)規(guī)劃》，設(shè)定重點開發(fā)區(qū)、農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)和重點生態(tài)功能區(qū)。依據(jù)國土空間功能的定位，對不同主體功能區(qū)設(shè)定不同的目標和發(fā)展方向。未來實施農(nóng)田生態(tài)補償政策需要綜合考慮區(qū)域經(jīng)濟差異、空間異質(zhì)性等因素帶來的影響，這是本文尚未考慮到的，可以在后續(xù)研究中不斷深入。

4.2結(jié) 論

本文從維護和改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境狀況出發(fā)，構(gòu)建了假象市場條件下的農(nóng)田生態(tài)補償政策，以“保護者受益”原則為基礎(chǔ)，借助條件價值評估法(CVM)和Tobit模型對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿及影響因素進行分析，并利用帕累托改進原則對有效激勵農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的最低補償標準進行估算。先構(gòu)建不確定狀態(tài)下政府對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)闹Ц兑庠负瘮?shù)和農(nóng)戶對農(nóng)田生態(tài)補償?shù)氖軆斠庠负瘮?shù)，求解符合帕累托改進的農(nóng)田生態(tài)補償標準的取值區(qū)間。隨后，以湖北省實際調(diào)研數(shù)據(jù)為實證，運用CVM求得農(nóng)戶的平均受償意愿，從而得到既滿足農(nóng)戶受償意愿且能夠有效激勵農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)保護的最低補償標準。研究結(jié)果顯示：政府制定的農(nóng)田生態(tài)補償標準應(yīng)不低于農(nóng)戶的平均受償意愿，即湖北省農(nóng)田生態(tài)補償標準最低不應(yīng)低于5 541.15～6 778.20元/hm2，低于這一標準的農(nóng)田生態(tài)補償政策在推行過程中不足以對農(nóng)戶形成有效的補償激勵，導致補償政策農(nóng)戶參與率低，補償政策效率低，最終導致整個社會福利水平的損失。

利用Tobit回歸模型對影響農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策受償意愿的影響因素進行檢驗。結(jié)果顯示，受訪者家庭農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)田生態(tài)環(huán)境改善的心理期望對于農(nóng)田參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿具有顯著正向影響，而受訪者年齡、家庭勞動力比例和家庭承包地流轉(zhuǎn)情況對農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)補償政策的受償意愿具有顯著負向影響。

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Agricultural Land Ecological Compensation Standard Estimate Based on Farmers′ Willingness to Accept—A Case Study of Hubei Province

LI Haiyan, CAI Yinying

(CollegeofPublicAdministration,HuazhongAgriculturalUniversity,Wuhan430070,China)

Based on the principle of ‘protector to get compensation’, and aiming at retarding agricultural land ecological environment damage and transforming agricultural negative externalities, we built agricultural land ecological compensation policy with a hypothetical market conditions. Taking Hubei Province as an example, we establish governor′ willingness to pay and farmers′ willingness to accept functions under uncertain condition and analyzed the agricultural land ecological compensation standard with social welfare to achieve the maximum. Then, we get to take value interval of agricultural land ecological compensation standard which conforms to Pareto improvement. Through contingent valuation method and Tobit model, farmers′ average willingness to accept and influencing factors were analyzed. The results are shown as follows. (1) Agricultural land ecological compensation standard could exceed farmers′ average willingness to accept, for example, agricultural land ecological compensation standard in Hubei Province should be higher 5 541.15～6 778.20 yuan/(hm2·a). (2) Agricultural income proportion, famers′ expectation on an improvement in the ecological environment of farmland have a positive impact on farmers′ willingness to accept to protect farmland ecological environment; Age, family labor ratio, family farmland circulation ratio have a negative impact on it.

agricultural land ecological compensation; compensation policy standard; farmers′ willingness to accept; Pareto improvement; Tobit model

2015-06-29

2015-08-18

國家自然科學基金項目(41371519)；中國博士后科學基金特別資助項目(2013T60729)；華中農(nóng)業(yè)大學博士研究生創(chuàng)新研究工程項目(2014bs42)

李海燕(1988—),女,內(nèi)蒙古赤峰人,博士研究生,主要從事土地資源經(jīng)濟與管理研究。E-mail:haiyan2011@163.com

蔡銀鶯(1979—),女,廣東潮州人,教授,博導,研究方向為土地資源經(jīng)濟與管理。E-mail:caiyinying@mail.hzau.edu.cn

F062.2

A

1005-3409(2016)04-0245-06